BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM  TRẦN THỊ BÍCH LÊ TÁC ĐỘNG CỦA DỊNG TIỀN VÀ YẾU TỐ HẠN CHẾ TÀI CHÍNH ĐẾN ĐẦU TƯ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh – Năm 2018 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM  TRẦN THỊ BÍCH LÊ TÁC ĐỘNG CỦA DỊNG TIỀN VÀ YẾU TỐ HẠN CHẾ TÀI CHÍNH ĐẾN ĐẦU TƯ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành : Tài – Ngân hàng Mã số : 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS TS NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TP Hồ Chí Minh – Năm 2018 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn “Tác động dòng tiền yếu tố HCTC đến đầu tư công ty niêm yết Việt Nam” cơng trình nghiên cứu thực cá nhân, thực hướng dẫn khoa học PGS TS Nguyễn Thị Liên Hoa Các số liệu kết nghiên cứu trình bày luận văn hoàn toàn trung thực chưa cơng bố cơng trình nghiên cứu khác Thành phố Hồ Chí Minh, tháng 04 năm 2018 Trần Thị Bích Lê MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC CÁC BẢNG PHẦN TÓM LƯỢC CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục đích nghiên cứu 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Kết cấu nghiên cứu CHƯƠNG TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 2.1 Các nghiên cứu mối quan hệ dòng tiền đầu tư 2.2 Các nghiên cứu mối quan hệ dòng tiền, đầu tư yếu tố HCTC CHƯƠNG PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 18 3.1 Mẫu nghiên cứu 18 3.2 Mơ hình nghiên cứu 18 3.3 Mơ hình thực nghiệm giả thiết nghiên cứu 24 3.4 Phương pháp nghiên cứu 25 CHƯƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 27 4.1 Thống kê mẫu nghiên cứu 27 4.2 Phân tích tương quan biến 28 4.3 Lựa chọn mô hình hồi quy 29 4.4 Kiểm định mơ hình 35 4.4.1 Kiểm định tượng đa cộng tuyến 35 4.4.2 Kiểm định tương quan chuỗi 36 4.4.3 Kiểm định phương sai sai số thay đổi 37 CHƯƠNG KẾT LUẬN 44 5.1 Kết luận chung 44 5.2 Kiến nghị 44 5.3 Hạn chế nghiên cứu 45 5.4 Hướng nghiên cứu mở rộng 46 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT Từ viết tắt Tên đầy đủ DN Doanh nghiệp HCTC Hạn chế tài NPV Giá trị (Net Present Value) OLS FEM REM Robust Phương pháp ước lượng hồi quy gộp (Orginary least square) Mơ hình ước lượng tác động cố định (Fixed effects model) Mô hình ước lượng tác động ngẫu nhiên (Random effects model) Phương pháp ước lượng điều chỉnh sai số chuẩn (Robust standard errors) HOSE Sàn giao dịch chứng khốn Hồ Chí Minh HNX Sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội DANH MỤC CÁC BẢNG Bảng 3.1: Bảng tổng kết biến mơ hình Bảng 4.1: Bảng thống kê biến Bảng 4.2: Kiểm tra tương quan biến độc lập Bảng 4.3: Kết hồi quy OLS, FEM, REM mơ hình Bảng 4.4: Kết kiểm định Chow với F-test Bảng 4.5: Kết kiểm định Hausman -Test Bảng 4.6: Kết hồi quy OLS, FEM, REM mơ hình Bảng 4.7: Kết kiểm định Chow với F-test Bảng 4.8: Kết kiểm định Hausman -Test Bảng 4.9: Kết kiểm định VIF mơ hình Bảng 4.10: Kết kiểm định VIF mơ hình Bảng 4.11: Kết kiểm định tượng tương quan chuỗi Bảng 4.12: Kết kiểm định phương sai sai số thay đổi Bảng 4.13: Kết ước lượng phương pháp FEM với Robust PHẦN TÓM LƯỢC Với đối tượng nghiên cứu 118 công ty niêm yết sàn giao dịch chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2012 – 2016 nghiên cứu thực nhằm tìm hiểu mối quan hệ đầu tư dòng tiền đồng thời sâu phân tích tác động hạn chế tài đến độ nhạy cảm định đầu tư dòng tiền Sau tổng hợp số liệu, dựa vào phương pháp phân tích số liệu kết thực nghiệm cho thấy mối tương quan chiều đầu tư dịng tiền cơng ty niêm yết Việt Nam giai đoạn nghiên cứu Đồng thời kết thực nghiệm cho thấy mối quan hệ chiều hoạt động đầu tư với hạn chế tài mà thước đo tỷ lệ nợ vay nghĩa có tác động hạn chế tài với thước đo tỷ lệ nợ tổng tài sản nghiên cứu đưa kết có hạn chế tài đầu tư nhạy cảm với dịng tiền nội Như với công ty Việt Nam sử dụng nợ vay không làm giảm định đầu tư mà ngược lại cơng ty có xu hướng sử dụng nợ vay để đầu tư phát triển, tận dụng hội mở rộng sản xuất kinh doanh CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài Đầu tư xem hoạt động sống định phát triển khả tăng trưởng doanh nghiệp (DN) Và hoạt động đầu tư DN ln cần nguồn tiền để tài trợ cho định chi tiêu nhằm hình thành bổ sung tài sản cần thiết để thực mục tiêu kinh doanh đề Lúc dự án đầu tư triển khai dựa hai loại nguồn tài Một nguồn tiền nội có sẵn bên cơng ty hình thành từ lợi nhuận tích lũy qua năm DN; thứ hai nguồn vốn huy động bên nguồn vốn từ việc sử dụng nợ vay nguồn vốn từ việc phát hành cổ phiếu Với loại nguồn vốn DN phải bỏ khoản phí phải trả cho việc sử dụng chúng Vì vấn đề lựa chọn nguồn tài trợ với chi phí phù hợp cho dự án đề xem vấn đề cốt lõi Theo lý thuyết Modigliani-Miller (1958) điều kiện thị trường vốn hoàn hảo, việc huy động vốn từ bên ngồi hay bên cơng ty không làm thay đổi đến định đầu tư cơng ty Nhưng thực tế thị trường bất hồn hảo vấn đề khơng cân xứng thơng tin, chi phí đại diện Do công ty tiếp cận với thị trường vốn bên ngồi ln phải trả khoản chi phí sử dụng cao so với nguồn vốn nội Chính lẽ mối liên hệ chặt chẽ dòng tiền định đầu tư DN Theo định nghĩa Steven N Kaplan Luigi Zingales (1997) DN xem có hạn chế tài (HCTC) DN có khoảng trống chi phí sử dụng vốn bên chi phí sử dụng vốn bên ngồi, khoảng trống lớn yếu tố HCTC tăng Với định nghĩa DN bị phân loại có HCTC Bởi chi phí giao dịch nhỏ nguồn vốn bên tăng lên đủ phân loại DN vào nhóm DN bị HCTC Tuy nhiên, định nghĩa giúp phân biệt DN theo cấp độ HCTC chúng Ngoài yếu tố HCTC lại đo lường theo thước đo khác Đó DN thực chi trả cổ tức cao có nghĩa DN có nguồn tài dồi dào, khơng chịu ảnh hưởng HCTC Bên cạnh theo nghiên cứu hai tác giả Hovakimian Titman (2006) họ dựa vào xếp loại trái phiếu DN Almeida Campello (2007) xem xét hạng thương phiếu để nhận định liệu DN có chịu tác động HCTC hay khơng Ngồi ra, cịn nhiều yếu tố khác sử dụng làm thước đo đo lường HCTC quan hệ với tổ chức tín dụng, địn bẩy nợ, quy mô tài sản, tỷ lệ nợ, xác suất phá sản … Thị trường chứng khoán Việt Nam phát triển mạnh mẽ năm gần non trẻ so với nước khu vực, cơng ty Việt Nam cịn gặp nhiều khó khăn để tiếp cận nguồn vốn bên ngồi nhằm cung cấp tài cho hội đầu tư họ Sự thay đổi đầu tư với dịng tiền cơng ty khác có ảnh hưởng HCTC mối liên hệ cần phải làm rõ với mức độ HCTC khác độ nhạy cảm định đầu tư dòng tiền DN thể thay đổi khác nhau, độ nhạy cảm ngày tăng lên ngày yếu Chính vấn đề mà tác giả muốn sâu tìm hiểu tác động dòng tiền vào hoạt động đầu tư DN Việt Nam Song song tác giả nghiên cứu ảnh hưởng yếu tố HCTC tác động đến độ nhạy cảm định đầu tư dòng tiền DN Việt Nam Xuất phát từ lý trên, tác giả chọn đề tài nghiên cứu “Tác động dòng tiền yếu tố HCTC đến đầu tư công ty niêm yết Việt Nam” 1.2 Mục đích nghiên cứu Xuất phát từ yêu cầu đặt đề tài, cụ thể việc sử dụng nguồn vốn từ bên ngồi hay nội có ảnh hưởng đến định đầu tư mối liên hệ dòng tiền định đầu tư DN gặp phải khó khăn, hạn chế tài làm thay đổi độ nhạy cảm định đầu tư dịng tiền Do mà nghiên cứu thực nhằm mục tiêu phân tích 112 APL CTCP Cơ khí Thiết bị áp lực – VVMI HOSE 113 HAX CTCP Dịch vụ Ơ tơ Hàng Xanh HOSE 114 AMS CTCP Cơ khí Xây dựng AMECC HOSE 115 SGH CTCP Bia Sài Gòn – Hà Nam HOSE 116 ACM CTCP Tập đồn Khống sản Á Cường HNX 117 ADP CTCP Sơn Á Đông HNX 118 PMS CTCP Cơ khí Xăng dầu HNX PHỤ LỤC CÁC BẢNG KẾT QUẢ HỒI QUY Phụ lục 1: Thống kê Variable | Obs Mean Std Dev Min Max -+ -Investment | 590 1381619 1228356 0012 1.0532 Cash_flow | 590 5469985 3534388 0011 1.7796 Debt | 590 0935736 0833203 0001 4832 Size | 590 6.193975 1.562019 3.4277 11.7228 Growth | 590 0706264 1844999 -0.0042 6544 Phụ lục 2: Phân tích tương quan corr Cash_flow Debt Size Growth | Cash_flow Debt Size Growth -+ -Cash_flow | 1.0000 Debt | -0.0688 1.0000 0.00950 Size | 0.0072 0.0442 1.0000 0.008623 0.02834 Growth | -0.0403 0.03286 0.1714 0.1170 0.0000 1.0000 0.0044 Phụ lục 3: Mơ hình hồi quy POOLED OLS, FEM, REM ( khơng có có yếu tố HCTC) OLS regress Investment Cash_flow Size Growth Source | SS df MS Number of obs = -+ F( 3, 590 586) = 44.70 Model | 1.65501391 551671303 Prob > F = 0.0000 Residual | 7.23216953 586 012341586 R-squared = 0.1862 Adj R-squared = 0.1821 Root MSE 11109 -+ -Total | 8.88718344 589 015088597 = -Investment | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -Cash_flow | 1187662 0129628 9.16 0.000 0933071 1442253 Size | -.0210716 002951 -7.14 0.000 -.0268674 -.0152758 Growth | 0510264 0250034 2.04 0.042 0019193 1001336 _cons | 2001101 0199691 10.02 0.000 1608903 2393299 FEM xtreg Investment Cash_flow Size Growth, fe Fixed-effects (within) regression Number of obs = 590 Group variable: congty1 Number of groups = 118 R-sq: = 0.2522 Obs per group: = between = 0.1351 avg = 5.0 overall = 0.1355 max = F(3,469) = 52.73 Prob > F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = -0.6982 -Investment | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ Cash_flow | 124594 0140315 8.88 0.000 0970216 1521665 Size | -.0687111 0070338 -9.77 0.000 -.0825328 -.0548895 Growth | 0182374 0256775 0.71 0.478 -.0322198 0686946 _cons | 4943162 0436067 11.34 0.000 4086274 580005 -+ -sigma_u | 10077531 sigma_e | 09944473 rho | 50664529 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(117, 469) = 2.24 Prob > F = 0.0000 REM xtreg Investment Cash_flow Size Growth, re Random-effects GLS regression Number of obs = 590 Group variable: congty1 Number of groups = 118 R-sq: = 0.1979 Obs per group: = between = 0.2036 avg = 5.0 overall = 0.1838 max = Wald chi2(3) = 133.13 Prob > chi2 = 0.0000 within corr(u_i, X) = (assumed) -Investment | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -Cash_flow | 1176944 0129956 9.06 0.000 0922234 1431654 Size | -.0255276 0034663 -7.36 0.000 -.0323214 -.0187338 Growth | 0392779 0246416 1.59 0.111 -.0090189 0875746 _cons | 2291266 0230605 9.94 0.000 1839288 2743243 -+ -sigma_u | 03880445 sigma_e | 09944473 rho | 13214395 (fraction of variance due to u_i) Phụ lục 4: Kiểm định F_test ( khơng có có yếu tố HCTC) xtreg Investment Cash_flow Size Growth, fe Fixed-effects (within) regression Number of obs = 590 Group variable: congty1 Number of groups = 118 R-sq: = 0.2522 Obs per group: = between = 0.1351 avg = 5.0 overall = 0.1355 max = F(3,469) = 52.73 Prob > F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = -0.6982 -Investment | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -Cash_flow | 124594 0140315 8.88 0.000 0970216 1521665 Size | -.0687111 0070338 -9.77 0.000 -.0825328 -.0548895 Growth | 0182374 0256775 0.71 0.478 -.0322198 0686946 _cons | 4943162 0436067 11.34 0.000 4086274 580005 -+ -sigma_u | 10077531 sigma_e | 09944473 rho | 50664529 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(117, 469) = 2.24 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 5: Kiểm định hausman – test ( khơng có có yếu tố HCTC) hausman fe re Coefficients -| (b) | (B) fixed (b-B) random sqrt(diag(V_b-V_B)) Difference S.E -+ -Cash_flow | 124594 1176944 0068996 0052912 Size | -.0687111 -.0255276 -.0431835 0061204 Growth | 0182374 0392779 -.0210405 0072196 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(3) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 59.41 Prob>chi2 = 0.0000 - Phụ lục 6: Mơ hình hồi quy POOLED OLS, FEM, REM (có yếu tố HCTC) OLS regress Investment Cash_flow Debt Size Growth Source | SS df MS -+ -Model | 1.90565626 476414065 Number of obs = F( 4, Prob > F 590 585) = 39.92 = 0.0000 Residual | 6.98152718 585 011934235 R-squared -+ -Total | 8.88718344 589 015088597 = 0.2144 Adj R-squared = 0.2091 Root MSE 10924 = -Investment | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -Cash_flow | 1224649 0127726 9.59 0.000 0973793 1475506 Debt | 2518802 0549622 4.58 0.000 143933 3598275 Size | -.021411 0029028 -7.38 0.000 -.0271122 -.0157098 Growth | 0321526 0249298 1.29 0.198 -.0168102 0811155 _cons | 1779529 0202233 8.80 0.000 1382338 217672 FEM xtreg Investment Cash_flow Debt Size Growth, fe Fixed-effects (within) regression Number of obs = 590 Group variable: congty1 Number of groups = 118 R-sq: = 0.2802 Obs per group: = between = 0.1817 avg = 5.0 overall = 0.1637 max = F(4,468) = 45.54 Prob > F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = -0.7220 -Investment | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -Cash_flow | 1362626 0140506 9.70 0.000 1086526 1638726 Debt | 4677741 1097184 4.26 0.000 2521724 6833758 Size | -.0706552 0069235 -10.21 0.000 -.0842601 -.0570502 Growth | -.0041771 025762 -0.16 0.871 -.0548006 0464463 _cons | 4577864 0436782 10.48 0.000 3719568 543616 -+ -sigma_u | 10293799 sigma_e | 09767224 rho | 52623059 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(117, 468) = 2.25 Prob > F = 0.0000 REM xtreg Investment Cash_flow Debt Size Growth, re Random-effects GLS regression Number of obs = 590 Group variable: congty1 Number of groups = 118 R-sq: = 0.2239 Obs per group: = between = 0.2565 avg = 5.0 overall = 0.2123 max = Wald chi2(4) = 156.46 Prob > chi2 = 0.0000 within corr(u_i, X) = (assumed) -Investment | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -Cash_flow | 1227251 012849 9.55 0.000 0975415 1479087 Debt | 2772837 0632268 4.39 0.000 1533614 4012061 Size | -.0258754 0034028 -7.60 0.000 -.0325449 -.019206 Growth | 0214515 0246212 0.87 0.384 -.0268051 0697082 _cons | 2038418 0233145 8.74 0.000 1581461 2495375 -+ -sigma_u | 0375472 sigma_e | 09767224 rho | 12875213 (fraction of variance due to u_i) Phụ lục 7: Kiểm định F_test (có yếu tố HCTC) xtreg Investment Cash_flow Debt Size Growth, fe Fixed-effects (within) regression Number of obs = 590 Group variable: congty1 Number of groups = 118 R-sq: = 0.2802 Obs per group: = between = 0.1817 avg = 5.0 overall = 0.1637 max = F(4,468) = 45.54 Prob > F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = -0.7220 -Investment | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -Cash_flow | 1362626 0140506 9.70 0.000 1086526 1638726 Debt | 4677741 1097184 4.26 0.000 2521724 6833758 Size | -.0706552 0069235 -10.21 0.000 -.0842601 -.0570502 Growth | -.0041771 025762 -0.16 0.871 -.0548006 0464463 _cons | 4577864 0436782 10.48 0.000 3719568 543616 -+ -sigma_u | 10293799 sigma_e | 09767224 rho | 52623059 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(117, 468) = 2.25 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 8: Kiểm định hausman – test (có yếu tố HCTC) hausman fe re Coefficients -| (b) | (B) fixed (b-B) random sqrt(diag(V_b-V_B)) Difference S.E -+ -Cash_flow | 1362626 1227251 0135375 0056852 Debt | 4677741 2772837 1904904 0896688 Size | -.0706552 -.0258754 -.0447797 0060295 Growth | -.0041771 0214515 -.0256287 0075813 -b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) Phụ lục 9: Kiểm định đa cộng tuyến = 65.31 Prob>chi2 = 0.0000 Mơ hình 1: vif Variable | VIF 1/VIF -+ -Growth | 1.02 0.984614 Size | 1.01 0.986164 Cash_flow | 1.00 0.998234 -+ -Mean VIF | 1.01 Mơ hình 2: vif Variable | VIF 1/VIF -+ -Growth | 1.04 0.957743 Debt | 1.04 0.966160 Size | 1.01 0.985522 Cash_flow | 1.01 0.994248 -+ -Mean VIF | Phụ lục 10: Kiểm tra tương quan chuỗi Mơ hình 1: xtserial Investment Cash_flow Size Growth Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 117) = Prob > F = 8.765 0.3037 1.02 Mơ hình 2: xtserial Investment Cash_flow Debt Size Growth Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 117) = Prob > F = 7.141 0.1236 Phụ lục 11: Kiểm định phương sai sai số Mô hình 1: xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (118) = Prob>chi2 = 56770.21 0.0000 Mô hình 2: xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (118) Prob>chi2 = = 1.1e+05 0.0000 Phụ lục 12: Mơ hình hồi quy điều chỉnh Mơ hình xtreg Investment Cash_flow Size Growth i.nam, fe robust Fixed-effects (within) regression Number of obs = 590 Group variable: congty1 Number of groups = 118 R-sq: = 0.2933 Obs per group: = between = 0.1760 avg = 5.0 overall = 0.2274 max = F(7,117) = 18.63 Prob > F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = -0.3347 (Std Err adjusted for 118 clusters in congty1) -| Investment | Robust Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -Cash_flow | 1323946 0151622 8.73 0.000 1023667 0004226 Size | -.036439 017378 -2.10 0.038 -.0708551 -.0020228 Growth | 0064285 0229386 0.28 0.780 -.0390002 0218573 | nam | 2013 | -.0358032 0114069 -3.14 0.002 -.0583939 -.0132125 2014 | -.079252 0147648 -5.37 0.000 -.1084928 -.0500111 2015 | -.0697777 0212194 -3.29 0.001 -.1118016 -.0277537 2016 | -.0588087 0225715 -2.61 0.010 -.1035103 -.014107 3397185 0977943 3.47 0.001 1460419 5333951 | _cons | -+ -sigma_u | 06913117 sigma_e | 09709028 rho | 336424 (fraction of variance due to u_i) Mơ hình 2: xtreg Investment Cash_flow Debt Size Growth i.nam, fe robust Fixed-effects (within) regression Number of obs = 590 Group variable: congty1 Number of groups = 118 R-sq: = 0.3044 Obs per group: = between = 0.2031 avg = 5.0 overall = 0.2188 max = F(8,117) = 17.87 Prob > F = 0.0000 within corr(u_i, Xb) = -0.5225 (Std Err adjusted for 118 clusters in congty1) -| Investment | Coef Std Err Robust t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -Cash_flow | 1374144 0147455 9.32 0.000 1082117 0066172 Debt | 324497 138465 2.34 0.021 0502743 0087197 Size | -.0493894 0197339 -2.50 0.014 -.0884714 -.0103074 Growth | -.0038888 0243643 -0.16 0.873 -.0521409 1443633 | nam | 2013 | -.0263925 0129453 -2.04 0.044 -.0520301 -.000755 2014 | -.0617161 0177658 -3.47 0.001 -.0969002 -.0265319 2015 | -.0475122 0251258 -1.89 0.061 -.0972726 0022482 2016 | -.0365269 0247407 -1.48 0.143 -.0855246 0124708 0.000 169504 577002 | _cons | 373253 1028803 3.63 -+ rho | sigma_u | 07861248 sigma_e | 09642861 39926109 (fraction of variance due to u_i) ... ngày yếu Chính vấn đề mà tác giả muốn sâu tìm hiểu tác động dòng tiền vào hoạt động đầu tư DN Việt Nam Song song tác giả nghiên cứu ảnh hưởng yếu tố HCTC tác động đến độ nhạy cảm định đầu tư dòng. .. DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM  TRẦN THỊ BÍCH LÊ TÁC ĐỘNG CỦA DỊNG TIỀN VÀ YẾU TỐ HẠN CHẾ TÀI CHÍNH ĐẾN ĐẦU TƯ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành : Tài. .. hiểu mối quan hệ đầu tư dòng tiền đồng thời sâu phân tích tác động hạn chế tài đến độ nhạy cảm định đầu tư dòng tiền Sau tổng hợp số liệu, dựa vào phương pháp phân tích số liệu kết thực nghiệm cho